Диссертация (1099176), страница 16
Текст из файла (страница 16)
исключение ситуации 4 привело к повышению психометрических свойств опросника в американской версии при сохранении высокого уровня надежности в российской выборке, и увеличило степень соответствия факторных нагрузок, свидетельствуя в пользу рассмотрения Студенческого Опросника CLQ как методики, направленной на измерение сопоставимых конструктов (практического интеллекта) в обеих выборках.
Анализ итогового показателя практического интеллекта, полученного при усреднении показателей для 9 задач, проведенный с помощью однофакторного АКОУА, не выявил значимых различий (^(2,925) = 1 09, р > .05, # р < .01) в уровне развития практического интеллекта между российскими студентами (М = 8.85, 80 = 4.10) и американскими студентами из групп большинства (М = 8.49, 80 = 4.26) и меньшинства (М = 8.42, 80 = 3.65; все р > .05). Дополнительный анализ при объединении двух американских подвыборок в одну (М = 8.46, 80 = 3.99) также не выявил значимых различий в уровне развития практического интеллекта между российскими и американскими студентами, /(926) = - 1.46, р > .05, d = .09.
Рисунок 4.2.1.7. График-осыпь для эксплораторного факторного анализа Студенческого Опросника (CLQ) в двух группах студентов
Таблица 4.2.1.7. Свойства субтеста Студенческий Опросник (CLQ) Ситуация | N альт. | MРоссия | М США | r | Рейтинг приемлемости |
1 | 8 | 2.03 | 2.59 | .70 | 6.00 |
2 | 8 | 2.17 | 1.93 | .92 | 4.67 |
3 | 8 | 2.44 | 3.03 | .98 | 4.67 |
4 | 16 | 3.80 | 5.07 | .45 | 5.00 |
5 | 8 | 2.58 | 3.78 | .56 | 5.00 |
6 | 14 | 2.13 | 3.50 | .91 | 6.67 |
7 | 8 | 2.35 | 2.27 | .93 | 5.67 |
8 | 8 | 2.02 | 2.93 | .86 | 4.33 |
9 | 8 | 2.22 | 2.38 | .93 | 6.00 |
10 | 8 | 2.17 | 2.60 | .91 | 6.00 |
Примечание. N альт. - количество альтернатив в ситуации/виньетке. М Россия, М США - средний балл для всех альтернатив внутри виньетки для российских и американских студентов, соответственно. г - корреляция между средними профилями ответов в двух выборках. Рейтинг приемлемости - оценка приемлемости ситуации для изучения практического интеллекта у российских студентов (от 1 до 7).
Таблица 4.2.1.8. Матрицы факторных нагрузок для эксплораторного факторного анализа Студенческого Опросника (СЬО) | ЭФА! | эфа2 | ||||||||||||
Ситуация | Факторная | Факторная | Абс. | Факторная | Факторная | Абс. | ||||||||
нагрузка (США) | нагрузка (Россия) | разница | нагрузка (США) | нагрузка (Россия) | разница | |||||||||
1 | .56 | .42 | .14 | .56 | .43 | .14 | ||||||||
2 | .61 | .47 | .14 | .61 | .47 | .14 | ||||||||
3 | .62 | .42 | .20 | .62 | .42 | .21 | ||||||||
4* | .33 | .60 | .27 | - | - | - | ||||||||
5 | .53 | .65 | .12 | .52 | .63 | .11 | ||||||||
6 | .63 | .71 | .08 | .61 | .69 | .08 | ||||||||
7 | .66 | .63 | .03 | .65 | .63 | .01 | ||||||||
8 | .71 | .70 | .01 | .71 | .71 | .00 | ||||||||
9 | .72 | .67 | .04 | .70 | .69 | .01 | ||||||||
10 | .66 | .60 | .05 | .64 | .60 | .04 |
Примечание. ЭФА - эксплораторный факторный анализ (метод максимального подобия, извлечение 1 фактора на основании графика-осыпи собственных значений), * отмечена ситуация, исключенная из второго ЭФА. Абс. разница - абсолютной значение разницы в факторных нагрузках в двух группах.
§4.2.2. Инвариантность структуры способностей американских и российских студентов
Для установления конструктной валидности батареи ROADS и проверки гипотезы о трехфакторной структуре когнитивной сферы студентов высшей школы, был проведен конфирматорный факторный анализ структуры батареи. Как для российских, так и для американских студентов была построена модель, включавшая три ковариирующих латентных переменных (аналитические, творческие, практические способности) с 3, 4 и 9 наблюдаемыми переменными, соответственно. Построение модели проводилось при анализе как ковариационных данных, так и средних (means and covariance structure - MACS) при использовании метода полного максимального подобия (ML), что потребовало включения в модель константы, отражающей средние по всем наблюдаемым переменным (Byrne, 2006). Для идентификации моделей одна из факторных нагрузок для каждой латентной переменной была приравнена к 1, )стальные параметры вычислялись св)б)дн). Трехфакт)рная м)дель (М1 и М3 в Таблице 4.2.2.1) продемонстрировала удовлетворительное соответствие46 данным, полученным для российских студентов (Y-B %(101) = 121.01, p > .05, CFI = .992, RMSEA = .013, 90% CI .000, .027) и американских студентов (Y-B %2(101) = 172.01, p < .05, CFI = .988, RMSEA = .008, CI .000, .025). Тем не менее, на основе индексов теста Лагранжа (Lagrange Multiplier, LM) нами было принято решение добавить два дополнительных параметра в модель для американских студентов: оба параметра представляли собой ковариацию между ошибками, связанными с Ситуацией 9 и 7, и 9 и 10, эксплицируя ситуационноспецифическую вариативность, наблюдаемую в американских данных. Дополненная модель М2 также продемонстрировала высокий уровень соответствия данным (Y-B %(99) = 142.90, p < .05, CFI = 1.00, RMSEA < .001, CI .000, .008). Стандартизованные коэффициенты для результирующих моделей М1 и М3 представлены на Рисунке 4.2.2.1. Как для российских, так и для американских студент)в аналитические сп)с)бн)сти умеренн) п)л)жительн) коррелировали с творческими способностями (.29 и .23, соответственно) и практическими способностями (-.26 и -.16), демонстрируя их относительную независимость. При этом для российских студентов не наблюдалось связи между латентными переменными творческих и практических способностей, т)гда как слабая п)л)жительная связь была п)лучена для американских студентов (-.15), что предварительно свидетельствует о наличии кросс- культурных различий в функциональных связях между этими двумя видами способностей. Формальная проверка этой гипотезы приведена ниже в тексте.